دارد.بر اساس هر سه روش فرضیه پولی بودن تورم برای اقتصاد ایران رد می شود. به عبارت دیگر هرچند بین تورم و حجم نقدینگی همبستگی وجود دارد ولی این رابطه را نمی توان رابطه یک به یک تلقی نمود[12].
9-تشکینی و شفیعی ( 1384 ) ، به بررسی خنثایی و ناخنثایی اعمال سیاست های پولی و مالی بر تولید حقیقی در اقتصاد ایران می پردازد.
مدل مورد استفاده در این بررسی برگرفته از مدل مگ گی و استاسیاک ( 1985 ) می باشد. متغیر های مورد استفاده در این مدل که به صورت یک سیستم خود رگرسیون و شامل 5 متغیر تولید ناخالص داخلی ، حجم نقدینگی، مخارج دولت، شاخص قیمت کالاها و خدمات مصرفی ، نرخ ارز بازار آزاد می باشد. نتایج تحقیق نشان می دهد که سیاست پولی پیش بینی شده و پیش بینی نشده خنثی، ولی سیاست های مالی پیش بینی شده دارای اثرات مثبت و معنادار بر سطح تولید می باشند. هم چنین با توجه به معنادار بودن سیاست های پولی پیش بینی شده و بی معنابودن سیاست های پولی پیش بینی نشده، فرضیه انتظارات عقلایی را نمی توان برای ایران تایید نمود. از نتایج به دست آمده برای امر سیاست گذاری می توان به این نکته اشاره کرد که برای تهییج تولید در اقتصاد ایران می توان از سیاست های مالی کمک گرفت، هرچند نباید اثرات تورمی این سیاست را نادیده گرفت. این پژوهش سیاست های پولی را در اقتصاد یران بی اثر می داند و بیان می کند که تنها سیاست های مالی توانایی تاثیر گذاری بر تولید در ایران را دارا می باشند. در حالی که این مقاله به تاثیر سیاست های پولی و مالی بر سایر متغیر های اقتصادی در ایران توجهی نمی کند[13].
10- نوفرستی ( 1384 ) ، به ارزیابی و تجزیه و تحلیل اثر بخشی سیاست های پولی و ارزی به روش نوین می پردازد. الگوی تنظیمی آمیزه ای از دو مکتب فکری نئوکینزی و نئوکلاسیکی بوده و فرض شده است که این الگو نشان دهنده ساختار واقعی اقتصاد ایران می باشد. انتظارات در الگو به صورت تطبیقی شکل می گیرد.
ابتدا یک الگوی اقتصاد سنجی کلان با بهره گیری از روش های جدید همجمعی برای اقتصاد ایران تدوین شده و سپس سیاست های پولی و ارزی موردنظر از طریق متغیرهای ابزار سیاست گذاری در الگو برای محدوده زمانی سال های 1372 تا 1377 اعمال شده و آثار آن سیاست بر متغیرهای عمده اقتصادی با شبیه سازی مبنا مورد مقایسه قرار گرفته است. سیاست های پولی انبساطی اجراشده از طریق کاهش نرخ سپرده قانونی و یا افزایش بدهی بانک ها به بانک مرکزی، قادر است به نحو محسوسی بر بخش واقعی اقتصاد تاثیر بگذارد و آثار مثبتی را از نظر بالا بردن سطح تولید و اشتغال و هم چنین افزایش در اجزای تقاضای کل و در نتیجه ارتقای رفاه عمومی داشته باشد[14].
11- مصلحی ( 1385 ) ، با هدف بررسی تاثیرگذاری سیاست های پولی و مالی بر متغیرهای حقیقی و اسمی در اقتصاد ایران تلاش می کند به این سوال پاسخ دهد که آیا سیاست های پولی ( و مالی ) در اقتصاد ایران خنثی است یا خیر؟ در این تحقیق با استفاده از مدلی که برگرفته از مدل مگ گی و استاسیاک ( 1985 ) و یاماک و یاکوپ ( 1998 ) است به بررسی خنثایی و یا ناخنثایی سیاست های پولی ( و مالی ) با استفاده از اطلاعات سالیانه 1338-1383 پرداخته می شود. از یک سیستم خود رگرسیون استفاده کرده و روش SUR برآورد می شود. معادلات شامل قیمت و تولید می باشد. نتایج حاکی از خنثی بودن سیاست های پولی و مالی در اقتصاد ایران می باشد و بنابراین نمی توان برای تهییج تولید در اقتصاد ایران، به سیاست های پولی و مالی متوسل شد[15].
12- موسوی محسنی و سعیدی فر ( 1385 ) ،اثرگذاری سیاست های پولی را بر اقتصاد ایران با کمک روش VAR بررسی می شود. پیامدهای سیاست گذاری حاصل از این برآورد که بر مبنای وضعیت منحنی فیلیپس در اقتصاد ایران قرار دارد، حاکی از تاثیرگذاری سیاست پولی در کوتاه مدت و بلند مدت بر متغیرهای حقیقی است. این نتیجه گیری به طور مستقیم از ارتباط منفی میان نرخ بیکاری و تورم در کوتاه مدت و بلند مدت به دست آمده است و بنابراین می تواند تایید کننده فرضیه عدم خنثی بودن پول در اقتصاد ایران باشد[16].
13- ختایی و سیفی پور ( 1385 ) ، تلاش می کند اثرات سیاست پولی بر اقتصاد ایران را شناسایی نماید. در این تحقیق از قاعده تیلور برای بررسی روابط استفاده شده است.
نتایجی که از این مطالعه به دست آمده نشان می دهد که در طول برنامه سوم اهداف کنترل نرخ تورم و مقابله با شکاف GDP سیاستی متفاوت از سیاست های اتخاذ شده طلب می کند. کاهش نرخ سود در جهت این اهداف نیست. سیاست پولی کشور دنباله رو هزینه های دولت و درآمدهای نفتی کشور بوده و نتوانسته است در راستای حصول اهداف معمول سیاست پولی حرکت کند. به طور کلی سیاست های پولی در طی سال های مورد بررسی از توانایی لازم برای دستیابی به اهداف اقتصادی برخوردار نیستند[17] .

مطلب مرتبط :   آلیاژی، آزمایش‌های

2-5-2- مطالعات خارجی
Rotemberg-1 و Woodford ( 1997 ) ، به ارزیابی کمی قواعد پیشنهادی برای سیاست های پولی پرداخته اند. از یک مدل VAR در فرآیند پیوسته نرخ بهره، تورم و درآمد استفاده شده است. نتایج تحقیق نشان می دهد که سیاست های پولی در ایالات متحده با ناتوانی در تاثیرگذاری بر متغیرهای هدف مواجه بوده است[18].

Fair-2 ( 2001 ) ،به آزمون سیاست های پولی به وسیله حل کنترل بهینه و توانای آن برای تعدیل نوسانات اقتصادی پرداخته است. نتایج حاکی از آن است که قاعده تخمینی سبب کاهش قابل توجه تغییر پذیری قیمت و تولید شده، این تغییر پذیری حتی وقتی ضریب تورم در قاعده برابر صفر شده مشاهده می شود. رویه کنترل
بهینه نیز نشان می دهد که دادن وزن بالایی به تورم نسبت به تولید نتیجه ای شبیه به استفاده از قاعده تخمینی می دهد. در واقع قاعده تخمینی مانند رویه کنترل بهینه با نتایج تحقیقات دیگر سازگار است. سیاست های پولی حتی با کمک سیاست های مالی نیز نمی تواند اثر شوک های اقتصادی را حذف نماید[19].

Boivin-3 و Giannoni ( 2001 ) ،به بررسی تغییرات مهم در اقتصاد امریکا در طی 40 سال و ارزیابی سیاست های پولی می پردازند. در این پژوهش کارایی سیاست پولی از 3 جنبه بررسی شده است: 1) توانایی آن برای تثبیت کارایی شوک ها بر اقتصاد، 2) کامیابی آن در حذف منشا غیر بنیادی نوسان و 3) توانایی مدیریت آن برای کاهش میزان وقایع تصادفی در سیاست ها. با استفاده از روش VAR در دوره قبل و بعد 1980 ابتدا یک معیار برای کاهش در کارایی شوک های سیاست پولی در دوره اول ارائه می شود و سپس پویایی تورم ، تولید و نرخ سرمایه برای شوک های سیاست پولی برای هر دو دوره تخمین زده می شود. یافته های اصلی این مطالعه نشان می دهد که، سیاست پولی در تثبیت اقتصادی کاراتر شده است. رفتار جاری سیاست های پولی از ایجاد نیروهای غیر رسمی در اقتصاد جلوگیری می کند، به علاوه مدل ساختاری اشاره دارد که واکنش سیاست پولی به شوک های تقاضا موفق تر شده است. روی هم رفته نتایج نشان داده که سیاست های پولی در ایالات متحده به واقع کاراتر شده است[20].
Kiezekowski-4 ( 2001 ) ، تاثیر تعامل بین شبکه شبکه اعتباری بانک و شبکه سنتی پول بر کارایی سیاست های پولی در لهستان بعد از 1994 را مطالعه می کند.
نتایج تحقیق نشان می دهد که شبکه اعتباری ممکن است فعالیت شبکه سنتی پول را تقویت یا تضعیف نماید. تغییر در نرخ بهره یک معیار مناسب برای ارزیابی کارایی سیاست های پولی است[21].
Koziarivska-5 ( 2003 ) تاثیر اصلی سیاست های پولی بر اقتصاد در اوکراین و شناسایی کارایی استراتژی های سیاست پولی برای دست یافتن به اهداف خاص اقتصادی را مورد مطالعه قرار داده است. مدل مورد استفاده در این مطالعه، تصحیح خطای برداری VEC ( Vector Error Correction ) می باشد. نتایج پژوهش نشان می دهد که تاثیر سیاست های پولی بر اقتصاد بیشتر بر متغیرهای اسمی و تورم و درآمد واقعی است. یک انحراف در عرضه پول می تواند تاثیر انحرافی بزرگی بر نرخ ارز، تورم و درآمد داشته باشد. به علت کنترل کم سیاست مداران بر پول از کارایی سیاست پولی کاسته می شود.بنابراین پول نباید به عنوان ابزار پولی بهینه و هدف گذاری پول نیز نباید به عنوان یک استراتژی به کار برده شود[22].
Cecchetti-6 ، lagunes و Krause ( 2004 ) ، عملکرد اقتصاد کلان در 24 کشور مورد بحث و تشخیص سهم بهبود کارایی سیاست پولی را را با کمک روش VAR مطالعه نموده اند.
نتایج تحقیق نشان می دهد که در 21 کشور از 24 کشور مورد مطالعه، سیاست های پولی کاراتر شده اند. در 20 کشور از این 21 کشور، نتایج اقتصاد کلان پایدارتر و سیاست ها بهتر شده اند در حالی که در فنلاند سیاست پولی کاراتر شده است اما نتوانسته است افزایش ناپایداری شوک های اقتصادی را جبران کند. در آلمان و اتریش سیاست ها دارای کارایی کمتری شده اند و ناپایداری شوک های عرضه بیشتر شده است[23].
Wen-7 ( 2005 ) ، تاثیرسیاست های پولی را در کشور ایالات متحده مورد آزمون قرار داده است. در این مطالعه از داده های فصلی و روش VAR استفاده شده است.
این مطالعه نشان داده است که سیاست های پولی فعال خنثی نبوده و دستمزدهای اسمی و چسبندگی قیمت ها منبع نا خنثایی پول می باشد[24].
Canova, Gambetti-8 ( 2007 ) ، به بررسی سهم سیاست پولی در تغییرات نرخ رشد تولید و تورم در ایالات متحده با استفاده از روش VARپرداخته اند.
در این پژوهش نشان داده شده است که در طول زمان واریانس شوک های سیاستی کاهش پیدا کرده است اما تولید و تورم همچنان ناپایداری اندکی دارند. هم چنین نشان داده شده است که در بلند مدت واکنش های تورم نسبت به نرخ بهره افزایش یافته است[25].

مطلب مرتبط :   منابع پایان نامه ارشد درموردسلسله مراتب، سبک تفکر، پردازش اطلاعات

فصل سوم
روش تحقیق
3-1- مقدمه
در این فصل به معرفی روش تحقیق و روش برآورد مدل پرداخته می شود. ابتدا خصوصیات کلی سری های زمانی معرفی می گردد، سپس آزمون مورد نظر برای تخمین مدل مورد مطالعه قرار می گیرد، پس از آن مدل خود رگرسیون برداری به طور کامل شرح و بسط داده می شود و دست آخر فیلتر هادریک – پرسکات و ویژگی های آن مورد تحلیل قرار می گیرد.
3-2-تحلیل سری های زمانی
یکی از انواع مهم داده های آماری مورد استفاده در تجزیه و تحلیل تجربی، داده های سری زمانی است. این نوع داده های آماری دارای ویژگی های خاصی برای پژوهشگران در اقتصادسنجی می باشد. اهمیت بررسی سری زمانی را می توان چنین عنوان کرد.
اولا: در تحقیقات مبتنی بر سری های زمانی فرض می شود که سری زمانی ساکن است.
ثانیا: در رگرسیون مبتنی بر متغیرهای سری زمانی ( رگرس یک متغیر سری زمانی بر سری زمانی دیگر ) محققان غالبا R2 بالایی را مشاهده می کنند، هر چند که رابطه معنی داری بین متغیرها وجود نداشته باشد. این وضعیت نشان دهنده رگرسیون ساختگی است. این مشکل ناشی از آن است که هر دو متغیر سری زمانی ( متغیر وابسته و متغیرهای توضیحی ) تمایل شدیدی نسبت به زمان ( حرکت های صعودی و نزولی ) نشان می دهند و لذا R2 بالایی که مشاهده می شود ناشی از وجود متغیر زمان می باشد نه به واسطه ارتباط حقیقی بین متغیرها. بنابراین بررسی ارتباط حقیقی یا ساختگی متغیرهای اقتصادی ا
ز اهمیت خاصی برخوردار است. در صورت غیر ساکن بودن سری های زمانی، رگرسیون ساختگی به وجود می آید.

3-2-1- آزمون ریشه واحد: آزمونی برای ایستا بودن
قبل از تخمین مدل به دلیل محدودیت هایی که در استفاده از مدل VAR وجود دارد باید متغیرهای مورد استفاده ساکن باشند. یک سری زمانی وقتی ساکن است که میانگین، واریانس، کوواریانس و در نتیجه ضریب همبستگی آن در طول زمان ثابت باقی بماند و مهم نباشد که در چه مقطعی از زمان این شاخص محاسبه می شود. این شرط تضمین می کند که رفتار یک سری زمانی مانا در هر مقطع متفاوتی از زمان که در نظر گرفته می شود، همانند باشد[26].
به طور کلی، یک فرایند هنگامی ساکن نامیده می شود که میانگین و وارایانس در طی زمان ثابت باشد و مقدار کوواریانس بین دو دوره زمانی، تنها به فاصله یا وقفه بین دو دوره بستگی داشته و ارتباطی به زمان واقعی محاسبه کوواریانس نداشته باشد.
به عبارت دیگر سری زمانی Yt وقتی ساکن است که:
میانگین : E(Yt) = µ (3-1)
واریانس : Var(Yt) = E(Yt – µ)2 = ?2 (3-2)
کوواریانس : ?k = E(Yt – µ)(Yt+k – µ) (3-3)
که در آن ?k کوواریانس در وقفه k، کوواریانس بین مقادیر Yt و Yt+k ، بین دو مقدار Y در فاصله زمانی k می باشد.
یکی از آزمون های مهم برای بررسی ساکن پذیری، آزمون ریشه واحد است. معادله زیر را در نظر بگیرید:

(3-4) Yt = ?Yt-1 + ut
در معادله فوق در صورتی که ?=1 باشد، ریشه واحد وجود داشته و خصوصیت غیر ساکن موجود است. با تغییر معادله فوق به شکل زیر می توان به آزمون فرضیه ریشه واحد که ?=1است، پرداخت:
(3-5) ?Yt = (?-1)Yt-1 + ut = ?Yt-1 + ut
که در آن ?=(?-1) و ? اپراتو تفاضل مرتبه اول می باشد. در شرایطی که ?=0 باشد، رابطه به شکل زیر تغییر کرده و خصوصیت ساکن پذیری را دارد:
(3-6) ?Yt=(Yt – Yt-1 ) = ut
به بیان دیگر متغیر Yt تفاضل مرتبه اول از انباشته I(1) بوده و ساکن است، زیرا ut شرایط استاندارد را دارا است.
حال اگر از سری زمانی اصلی دو بار تفاضل مرتبه اول گرفته شود و ساکن شود، سری اصلی انباشته از مرتبه دوم یا I(2) است. به طور کلی اگر از یک سری زمانی d مرتبه تفاضل گرفته شود، انباشته از مرتبه d یا I(d) می باشد. به طور کلی اگر d=0 باشد، در نتیجه فرآیند I(0) نشان دهنده یک فرایند ساکن می باشد
در بررسی ریشه واحد عموما از آزمون دیکی – فولر (DF) به فرم زیر استفاده می شود:
(3-7) ?Yt = ?Yt-1 + ut
(3-8) ?Yt = ?1 + ?Yt-1 + ut
(3-9) ?Yt = ?1 + ?2t + ?Yt-1 + ut
که t متغیر زمان یا روند است. در تمامی موارد در صورتی که (?=0) باشد، یعنی ریشه واحد وجود دارد. تفاوت بین رگرسیون اول و دو رگرسیون دیگر ناشی از جزء ثابت ( عرض از مبدا ) و جمله روند است.
اگر جمله خطای ut خود نیز همبسته باشد، از معادله زیر استفاده نموده که به دیکی – فولر تعمیم یافته (ADF) موسوم است.
(3-10) ?Yt = ?1 + ?2t + ?Yt-1 + ?i ?mi=1 ?Yt-i+ ?t
حال در صورتی که ، ?=0 یا ?=1 باشد یعنی ریش

Written by 

دیدگاهتان را بنویسید